觉醒还是逃避：躺平问卷编制及相关心理因素

李 帅 赵 伟 龙沛欣 董秋雅 孙 铃

(中央财经大学社会与心理学院，北京 100081)

1 引言

当今中国社会高速发展，人们的生活压力日益增长，出现了一系列反映社会现实的网络热词，例如“打工人”“内卷”和“躺平”等。其中“躺平”是指，在难以抗争巨大社会压力的情况下，年轻人不再渴求成功，主动降低欲望的心态(陈友华, 曹云鹤, 2021)。“躺平”一词最早源于2021年5月百度贴吧里的一篇帖子——《躺平即是正义》。该帖子的作者表示自己“两年多没长期工作；每天只吃两顿饭；每月花销控制在200块以内，没钱了再去打零工；日常就是家里躺和外面躺”，作者宣称“只有躺平，人才是万物的尺度”。这篇帖子中所体现的“躺平”生活态度经由网络媒体不断传播，引发了广大网友的围观讨论，受到众多青年的追捧和向往。原本指平卧或休息的“躺平”，逐渐演变成年轻人面对各种压力时选择“一躺了之”，不努力不反抗也不作为的一种应对方式(林龙飞, 高延雷, 2021)。

过往研究中对“躺平”的阐述主要有以下几种观点。(1)基于社会现实的角度，有学者认为“躺平”是一种面对社会压力时的非理性选择，不仅体现了当下青年人的多元价值观，影响着他们的生活方式(孙时进等, 2021)，而且也折射出青年人面对社会压力精神焦虑和对现实的感到无力等心态(徐振华, 2021)。(2)从理论的角度分析，有学者认为“躺平”与“丧文化”和“佛系文化”等热词都是一种亚文化现象，本质上是“犬儒主义”所表现出的现代化的生活方式(王甄玺, 2021)，“躺平”人通过“躺平”行为表明了生活态度。虽然上述观点角度不同，但是都把“躺平”视为一种能够表明青年人态度和价值观，且与其生活方式相关的行为。因此，“躺平”是当下社会经济转型背景下，面对社会压力和持续竞争，青年人拒绝不经思考的伪奋斗，用低欲望的姿态面对生活的一种行为方式，体现了青年人多元的文化和价值观。

当下普遍观点认为，“躺平”文化来源于“一丧一佛”文化和“内卷”。所谓“一丧”指的是丧文化，是一种流行于青年人之间“以自嘲、颓废、麻木生活方式为特征”的文化形式(萧子扬等, 2017)。而“一佛”指佛系文化，它倡导“不争不抢”和“无欲无求”。虽其表面上与佛教文化相似, 但实则呈现的是一种消极遁世的生命悲观主义精神(宋德孝, 2018)。而“内卷”一词来源于学术词汇“内卷化”，是美国人类学家戈登威泽用以描述农业生产模式简单重复与停滞不前的状态，后在各领域延伸运用，用来描述社会文化模式发展到某一阶段，尽管内部不断精细，但却难以达到更高水平的过程(付茜茜, 2022)。现在的“内卷”指的是，在有限资源的条件下，人们付出更多努力但收获更少的一种恶性竞争的社会现象。有学者认为，在当下中国社会“内卷”大环境下，焦虑和压力使得部分青年承受的压力超过其心理阈限值，选择了“躺平”(熊钰, 2022)。“躺平”是基于“内卷”这一主观判断后的行为选择(沈东, 2022)。从“内卷”到“躺平”，反映了社会心态的变化，其逻辑在于青年人成就动机的弱化和自我需求的觉醒(覃鑫渊, 代玉启, 2022)。

对“躺平”行为的性质存在不同的看法。一部分观点认为，“躺平”是一种“消极避世且危害社会的行为”，会对个人和社会产生不良的影响(王甄玺, 2021)。放眼全球，类似“躺平”的群体早在一些发达国家地区相继出现，给社会带来了不利影响(Iyer et al., 2018)。例如英国“尼特族”、日本“低欲望社会”的年轻人和美国“归巢族”等。其中极具代表性的“尼特族”，是一些不升学、不就业、不进修或参加就业辅导，终日无所事事的人。过往研究表明，相对于一般青年，尼特族对生活充满着不满情绪且缺少生活控制感，很多人有抑郁等心理问题, 引发了一系列社会问题(Rodwell et al., 2018; 小杉礼子, 2004)。在日本，对消费和婚姻表现出低欲望的年轻人越来越多，进一步加剧了日本社会的人口老龄化问题(裘晓兰, 2019)。然而，也有研究表明，“躺平”导致的并非完全都是消极后果，其概念本身就包含着对个体的积极意义(令小雄, 李春丽, 2022)。虽然“躺平”现象中折射出的时代精神与“丧文化”相似，即青年人选择不努力、不上进，但“躺平”却可以反映出青年人内心的坚定(杨毅, 2021)。甚至有学者认为，虽然大众对“丧”秉持着负面看法，但是“丧文化”和“躺平”等文化现象的积极意义或许更大(曹佳, 2020)。孙时进等人(2021)也认为，“躺平”本身有积极和消极之分。对“躺平”这一行为存在不同性质的观点，或许是因为其本身就隐含着不同的维度。因此，有必要从积极和消极两个维度出发，探究“躺平”的结构。

人的行为与心理密不可分，而心理活动是行为的内在依据(李亚民, 2017)。“躺平”行为必然与青年群体内在的心理因素相联系。首先，从网络热词文化发展历程来看，“躺平”与“丧文化”一脉相承(令小雄, 李春丽, 2022)。“躺平”具有与“丧文化”相同的低成就动机、低自我价值感等消极心理定势特点(杜骏飞, 2017; 赵瑞雪, 2011)。在“躺平”的年轻人中，一类人选择与当下情境妥协，虽表现出“躺平”行为，但内心没有放弃对未来的期望，依旧追求自己的价值，以期望在未来获得某领域的成功，拥有追求成功的动机，我们认为是一种积极的表现，命名为“觉醒躺平”；而另一类年轻人，为了避免失败而压抑内在需要与期望，呈现出低价值追求和低成就动机等消极特点，我们称之为“逃避躺平”。而心理学中的成就动机，是在完成有重要价值的成就相关任务时，帮助人们获得成功，追求完美的内部推动力量，通常由追求成功(Ms)和避免失败(Mf)两个成分组成(叶仁敏, Hagtvet, 1992)。一般而言，成就动机是个体追求成功动机减去避免失败动机的结果。追求成功动机高于避免失败动机，则个体成就动机高；反之，若追求成就动机低于避免失败动机，则个体成就动机低。综上所述，我们认为高成就动机者，即追求成功动机较高的人，选择“觉醒躺平”的可能性更大；而低成就动机者，即避免失败动机高的人，选择“逃避躺平”的可能性更大。

从“躺平”自身的发展路径来看，“躺平”是在青年群体面对高压竞争环境所产生的结果，期间包含了个体在激烈竞争中面对失败与挫折所产生的未来期望变化。未来期望是个体对未来发生事件的一种信念(Oettingen & Mayer , 2002)。Arnold和Chapman(1992)认为对未来抱有积极期望的个体，往往具有更高的自尊水平。因此，个人的自尊与“躺平”行为的产生有着不可分割的关系。毫无疑问，在当下资源争夺的激烈竞争中，青年群体常常被迫在各个方面表现完美，以证自身能力。在高自尊水平的驱使下，个体为避免失败所带来得自我价值感缺失，会采取某些方式来逃避现实(吴燕等, 2021)。因此，对于那些高自尊的年轻人，无论是选择觉醒还是逃避式的“躺平”方式，“一躺了之”是他们维护自我价值感和对未来美好期望的上策。

从“躺平”所产生的结果来看，两种不同的“躺平”方式，对社会中的个体生活也产生了不同影响。当下，面对消费主义、物质主义等带来的焦虑感，青年人群选择以“丧”或“躺平”的自我反讽姿态去抵御，是缓解自身压力的策略(魏杰等, 2021)。在不断追求名望和财富的竞争中，青年群体的幸福感下降，选择“躺平”或许是其维持自身幸福感的有效途径。幸福感作为个体衡量社会个体生活指标的重要参数，也是个体对生活质量的自我评价和情感体验(池丽萍, 辛自强, 2002)。虽然“觉醒躺平”者和“逃避躺平”者都选择与当下的情境妥协，但是前者依然追求自身价值且对未来充满期望，后者则相反。“觉醒躺平”者对当下生活的满意度与“逃避躺平”者或许相同，但他们可能拥有更多乐观、自尊等正向情感体验，少了很多负向情感。因此，我们认为“觉醒躺平”与幸福感呈正相关，而“逃避躺平”与幸福感呈负相关。

现有关于“躺平”的研究主要集中于探讨“躺平”的历史根源、影响因素、后果以及对消极“躺平”现状的改变方式(陈淑珍, 2021; 杨毅, 2021)，缺少心理学角度的分析及对“躺平”行为的操作性界定，且没有有效评估“躺平”程度的测量工具。另外，“躺平”现象一旦消极地蔓延开来，将会影响青年群体的精神状态，并引发“青年危机”“生育危机”等社会问题(沈东, 2022)。而青年群体是社会上最富活力、最具创造性的群体，他们的社会心态关系到国家和民族的未来。因此，有必要将“躺平”视为一种行为，着眼于开发测量“躺平”的工具，并以青年群体为研究对象，探究“躺平”与其他心理变量的关系，并对其心理内涵做出解释。我们选用成就动机、自尊两个变量，探究二者与“觉醒躺平”和“逃避躺平”的关系，以区分不同维度的“躺平”；同时分析“觉醒躺平”和“逃避躺平”与青年群体的总体幸福感相关性，尝试探讨“躺平”现象的心理结果。

综上所述，提出四个假设：(1)基于文献分析得到“觉醒躺平”和“逃避躺平”的“躺平”两维度结构，编制问卷并验证其结构。(2)“躺平”与自尊呈正相关，相对于低自尊者，高自尊者“躺平”可能性更大；“觉醒躺平”和“逃避躺平”与自尊具有相同的相关趋势。(3)“觉醒躺平”与成就动机呈正相关，而“逃避躺平”与成就动机呈负相关。(4)“觉醒躺平”与总体幸福感呈正相关，“逃避躺平”与总体幸福感呈负相关。

2 研究方法

2.1 开放式问卷调查

为使选入的“躺平”维度符合当下青年群体的心理特点，本问卷在合理建构法的基础上，于2021年8月对21名被试进行访谈(其中6名男生，15名女生)，共收回有效访谈问卷21份。问卷内容主要涉及“在您看来，‘躺平’是什么？”“‘躺平’有哪些具体的行为表现？”“您认为‘躺平’会在什么样的环境下发生呢？”和“您认为‘躺平’的出现受哪些因素的影响呢？”等。被试群体年龄从21岁到30岁不等，包括从大学生到博士生的学生群体，以及公务员和私立企业职工等多种职业的被试。基于上述访谈结果分析和文献综述结果，最终将“躺平”分为“觉醒躺平”和“逃避躺平”两大维度。

2.2 对象

我们采取随机取样的方式，于2021年9月初和9月末在问卷网收集了两波数据，共计发放问卷649份。有效问卷435份，有效回收率为67.03%。其中9月初收集有效青年人样本视为样本一(共272人，男88人，女184人，平均年龄25.82岁,SD=4.75) 用于项目分析和探索性因子分析。9月末收集的青年人样本数据视为样本二(共 163人，男58人，女105人，平均年龄26.34岁,SD=5.33)用于验证性因子分析。样本总体(共435人，男146人，女289人，平均年龄26.01岁,SD=54.97)用来分析与“自尊”“成就动机”和“总体幸福感”三者的相关性、样本内的群体差异以及构建回归模型。

被试的年龄分布为14～20岁77人，21～25岁134人，26～30岁121人，31～35岁103人；在学历方面，大专及高中以下的有63人，大学本科339人，硕士及以上33人；婚姻状况未婚为261人，已婚为174人；每月生活费1000元以下为29人、1001～3000元为195人、3001～5000元为93人、5001～8000元为59人、8001～10000元为31人以及10000元以上为28人；学生与否变量中学生群体152人，非学生群体为283人。人口统计学变量作为分组变量处理，进行群体差异性检验和回归分析。样本一和样本二在人口学构成上没有显著差异。

2.3 测量工具

2.3.1 躺平自编问卷

“躺平”自编问卷拟定从“觉醒”和“逃避”两个维度编写题项, 初始问卷共25个题项，经过探索性和验证性因子分析，以及专家评定后，最终制定了一份能反映觉醒和逃避两个维度的初步“青年人躺平问卷”，共12题。问卷分正反题(其中11、13、17、23、29、30题为反向计分题)，要求被试在李克特5点量表进行评定，从“非常符合”到“非常不符合”分别用数字5～1表示。计分时正题选“5”计5分，选“1”计1分；反题反之。问卷的均分值范围为1～5分, 得分越高，表明“躺平”程度越严重。12题问卷其总体内部一致性信度系数为0.88，其中 “觉醒躺平”4题，内部一致性信度系数为0.67；“逃避躺平”8题，内部一致性信度系数为0.89。

2.3.2 总体幸福感量表

总体幸福感量表(GWB)是美国国立卫生统计中心制订，用来测量受试幸福感和痛苦感(Fazio, 1977)，国内学者段建华(1996)曾对本量表进行了修订。本量表有33题，22题和18题版本，都基本包含了六大领域：焦虑、抑郁、自我控制、积极幸福感、活力和整体健康。本研究采用18题量表施测，其中包括14项6点计分题和4项10点计分题，量表总分得分越高，幸福度越高(Fish, 2011)。在本研究中其内部一致性信度系数为0.67。

2.3.3 自尊量表

自尊量表(SES)最初是设计用以评定青少年关于自我价值和自我接纳的总体感受(Rosenberg, 1965)，由十个条目组成，设计中充分考虑了测定的方便，受试者直接报告这些描述是否符合他们自己。量表分四级评分，1表示非常符合，2表示符合，3表示不符合，4表示很不符合，总分范围是10～40分，分值越高，自尊程度越高。本研究该量表的内部一致性信度系数为0.76。

2.3.4 成就动机量表

成就动机测量表(AMs)挪威心理学家Gjesme和Nygard于1970年编制，经叶仁敏和Hagtvet(1992)修订而成。按照成就动机有正向与负向的两种预期结果的理论，此量表包括两个有区别的分量表：一个是测定与追求成功有关的动机Ms，涉及正向评价情境、结果的期望(1～15题)，另一个是测定与避免失败相联系的动机Mf，涉及负向评价情境、结果的期望(16～30题)。两个分量表各15个问题，共30个题目，采用4点量表计分。成就动机的总分为追求成功得分减去避免失败得分，被试得分越高，说明其成就动机越强。本研究该量表的内部一致性信度系数为0.91，其中追求成功维度的信度系数为0.91，避免失败维度的信度系数为0.91。

3 结果

3.1 项目分析

将原始的自编问卷(25题版)各项目总分由低到高排序，选择前27%为高分组，后27%为低分组，通过t检验对两组在同一题上的平均数进行差异检验，Q13和Q23未达到显著性，将其删除。其余题目均达到显著水平；另外计算题目与总分之间的相关，删除11.14.17.29.30题，剩余18个项目，剩余各项目与总分之间的相关显著且均高于0.40。

3.2 探索性因素分析

首先，探讨问卷因素分析的适当性，在探索性因素分析之前先进行KMO和Bartlett球形检验，本研究的KMO系数为0.92，表明非常适合进行因素分析，Bartlett球形检验χ2值为2051.99(p<0.001)，达到了显著性水平，说明变量内部有共享因素的可能性，也满足因素分析的先决条件。

其次，对问卷因素的分析与项目筛选，采用主成分分析法、正交旋转最大方差法提取共同因素，并根据以下标准确定因素数目：(1)因素负荷值大于0.40，表明该题项与某公共因素的关系密切；(2)共同度大于0.40，说明公因素对该题项的解释能力强；(3)题项只在一个因素上负荷值大。(4)删除婚恋相关等内容适配性较差，且题意重复率较高的题目。根据以上标准，剩余12个项目。对12个项目组成的“躺平”问卷进行再次探索性因素分析。因素分析矩阵中，两个因子共解释总变异的54.48%(见表1)。

表1 躺平问卷的探索性因子分析

最后，根据因素分析结果，两个因子命名为“逃避躺平”(F1)和“觉醒躺平(F2)”。觉醒“躺平”包括四个项目，反映了觉醒的、自我和解的、审视现实的积极生活态度，各项目负荷位于0.66～0.79之间，总特征值为1.58，解释率为13.14%；逃避“躺平”包括八个项目，反映了偷懒的、自我放逐的、无所事事的消极生活态度，各项目负荷位于0.60～0.72之间，总特征值为4.96，解释率为41.33%。

(续表)

3.3 验证性因子分析

在探索性因素分析的基础上，对样本二进行验证性因子分析，如表2所示，结果发现“躺平”量表单因素和两因素结构拟合都较好，但两因子模型数据效果更好(χ2(53)=96.07,p<0.001, CFI=0.95, TLI=0.94, RMSEA=0.07, SRMR=0.05)，与“躺平”的理论结构模型基本一致，即假设1成立，“躺平”存在“觉醒躺平”和“逃避躺平”两大维度。证实所编问卷具有良好的结构效度，如图1。

表2 “躺平”问卷的验证性因素分析单因素和两因素模型对比

3.4 信效度检验

3.4.1 信度分析

通过内部一致性信度(Cronbach’sα系数)对最终12题版本的“躺平”问卷进行信度检验。结果显示“躺平”问卷的总体内部一致性系数为0.88，高于0.80，说明问卷内部一致性信度较好。其中“觉醒躺平”的内部一致性系数为0.67，“逃避躺平”的内部一致性系数为0.89。

3.4.2 效度分析

采用因素间结构效度分析的方法检验问卷的结构效度。利用SPSS 22.0软件对问卷做相关分析，以维度之间的相关、各维度与问卷总分间的相关来估计问卷的结构效度。由表3可见，“逃避躺平”和“觉醒躺平”两维度间的相关系数为0.38，呈低程度相关；各维度与问卷平均分之间的相关系数均在0.63～0.96之间，存在高相关；且各维度与问卷总分的相关明显高于维度间的相关。这表明各因子之间既有一定的独立性，又反映了相应的归属性，可以同时测出同一心理品质，即“躺平”程度，说明本问卷具有良好的结构效度。对问卷的结构效度进行相关分析和验证性因素分析双重检验，由分析结果可知，不仅各维度之间的相关矩阵(如表3)可以说明该问卷具有良好的结构效度，而且由验证性因素分析结果也可以看出，该量表构想效度良好。

3.5 “躺平”的群体差异

根据独立样本t检验，单因素方差分析结果所示，“躺平”在性别(t=1.19,d=0.12,p=0.237,p>0.01)和学历(F=1.63,df=434, η2=0.01,p=0.197,p>0.01)上均不存在显著差异，可以认为“躺平”程度不会因为性别不同和学历高低而不同。而“躺平”程度，在年龄(F=13.53,df=434, η2=0.86,p<0.001)，婚姻状况(t=-5.65,d=0.55,p<0.001)，每月生活费(F=6.42,df=434, η2=0.70,p<0.001)，学生与否(t=-5.66,d=0.58,p<0.001)方面具有显著差异。事后检验分析结果发现，在“躺平”总得分上，每月生活费为“8000～10000元”大于“10000元以上”>“3000～5000元”>“5000～8000元”>“1000～3000元”>“1000元以下”；在年龄上，事后检验的结果呈现“31～35岁>26～30岁>21～25岁>14～20岁”的趋势。

3.6 相关性分析

采用Pearson简单相关系数分析了“躺平”、总体幸福感、自尊、成就动机之间的相关性，结果如表3所示。

表3 “躺平”各维度和自尊、成就动机和总体幸福感之间关联分析(N=453)

首先，“躺平”总分与自尊、成就动机之间存在显著负相关，相关系数分别是-0.33和-0.17,p<0.01，表明当个体自尊和成就水平较低时更倾向于表现出“躺平”。而“躺平”与总体幸福感相关不显著。其次，“觉醒躺平”和“逃避躺平”与自尊、成就动机及幸福感呈现出不同的相关模式。“逃避躺平”与自尊呈显著负相关(r=-0.37,p<0.01)，而“觉醒躺平”与自尊相关不显著。因此，假设二“躺平”与自尊呈正相关不成立，且“觉醒躺平”和“逃避躺平”之间与自尊相关性存在差异。觉醒和逃避“躺平”都与追求成功和避免失败的动机显著正相关，“逃避躺平”与避免失败动机的相关更高，因此总体上表现出“觉醒躺平”与成就动机相关不显著，“逃避躺平”与成就动机呈显著负相关(r=-0.18,p<0.01)。“觉醒躺平”与总体幸福感呈显著正相关(r=0.19,p<0.01)，而“逃避躺平”与总体幸福感没有显著的相关性。

3.7 回归分析

为通过线性回归进一步验证两类“躺平”与变量之间的关系, 首先, 将人口统计学变量(性别、 年龄、 学历、 婚姻状况、 每月生活费及学生与否)作为控制变量, 自尊和成就动机作为预测变量, 将“觉醒躺平”和“逃避躺平”分别作为结果变量, 进行分层回归分析。第一步验证人口学变量(性别、 年龄、 学历、 婚姻状况以及每月生活费)的影响； 第二步加入自尊水平； 第三步加入成就动机, 其结果如表4所示。对于“觉醒躺平”而言, 人口统计学变量、自尊和成就动机均无显著影响。然而, 对于“逃避躺平”来说, 人口统计学变量和成就动机对“逃避躺平”无影响。自尊对“逃避躺平”负向影响显著(β=-0.36,p<0.001), 控制人口学变量的影响后, 自尊对 “逃避躺平”的解释率有15%, 表明低自尊与选择“逃避躺平”密切相关。

表4 人口统计学变量和自尊、成就动机对觉醒躺平和逃避躺平的回归分析

其次，将人口统计学变量(性别、年龄、学历、婚姻状况、每月生活费及学生与否)作为控制变量，“觉醒躺平”和“逃避躺平”作为预测变量，将幸福感分别作为结果变量，进行分层回归分析。第一步验证人口学变量(性别、年龄、学历、婚姻状况以及每月生活费)对幸福感的影响；第二步加入两类“躺平”。其结果如表5所示。人口统计学变量中性别、年龄、最高学历、婚姻状况和学生与否对幸福感无显著影响。而每月生活费(β=0.18,p<0.01)对幸福感有显著的正向影响。预测变量中“觉醒躺平”(β=0.30,p<0.001)对幸福感正向影响显著；而“逃避躺平”(β=- 0.20,p<0.001)对幸福感对负向影响显著。综合来看，控制人口学变量的影响之后，“躺平”对幸福感的解释率能够达到15%，并且两种“躺平”与幸福感的关系相反，“觉醒躺平”能够正向预测幸福感，而 “逃避躺平”则负向预测幸福感。

表5 觉醒和逃避“躺平”对总体幸福感的回归分析

4 讨论

社会竞争越来越激烈，青年人的压力也越来越大，“躺平”成为越来越多青年人的选择。为探究“躺平”现象背后的心理起源和结果，从心理学角度界定“躺平”概念，并编制了相应的测量工具，适用于青年群体了解自身的“躺平”状态和方式。通过问卷相关性和回归分析的结果发现，“躺平”与个体的自尊水平及成就动机呈显著负相关，但与个人的幸福感相关性不大。基于群体差异分析，个体的“躺平”情况具体到不同的年龄、婚姻状况和每月生活费，以及是否为学生身份上也有所不同，而在性别和学历间的差异不显著。

基于文献综述和访谈结果编制两因素“躺平”问卷，并根据内容命名为“觉醒躺平”和“逃避躺平”。经心理测量学分析，得出12个项目的“躺平”问卷，其中“逃避躺平”为8题，“觉醒躺平”为4题，具有良好的内部一致性信度和结构效度。

本“躺平”问卷具有如下特点：

第一，首次从心理学角度界定“躺平”概念，区分并验证了“躺平”中觉醒和逃避两大维度，前者是审视现实后自我和解式的“躺平”；后者为在竞争日益激烈的时代下丧失斗志且无所事事的“躺平”。

第二，在相关性分析上，问卷各维度间的相关系数未超过0.5，说明维度之间不存在相互重合的情况；各维度与总均分的相关比较高，说明问卷具有较高的同质性。总体的“躺平”和“逃避躺平”都与自尊和成就动机两个变量呈显著负相关，而“觉醒躺平”与自尊和成就动机相关不显著。与之相对的是，总体的“躺平”和“逃避躺平”与总体幸福感相关不显著，而“觉醒躺平”与之呈显著正相关。

“躺平”是低自尊者的选择。“躺平”和自尊呈显著负相关，即一个人的自尊心越高，“躺平”的可能性越小。Seta等人(1999)认为，在面对巨大的社会压力和不断的社会比较情况下，在高自我参与度的活动中，高自尊者通常会采取自我提升的策略，而低自尊者会采取自我保护策略。因此，高自尊者会不断地参与竞争和比较，呈现出与“躺平”相反的姿态；而采取自我保护策略的低自尊者，为了避免自我价值受到进一步的损害，选择“躺平”的可能性更大。“逃避躺平”与自尊呈显著负相关，“觉醒躺平”与自尊的负相关不显著。换言之，选择“逃避躺平”的往往是那些自尊水平较低的人。自尊感包括自我效力和自爱两个部分，自我效力是面对挑战时相信自己的一种意识，自爱是对自我价值的肯定意识(马前锋, 蒋华明, 2002)。在越来越激烈的社会竞争中，“逃避躺平”者大多缺少对未来成功的期望，缺乏战胜他人的信心，因此对自我能力和自我价值也持有怀疑态度，自尊水平相对较低；而“觉醒躺平”者，虽然也是“躺下”，但是在自我追求的领域中，他们仍然相信自身能力，期盼成功和幸福，因此也保留着一定的自尊水平。

“躺平”并非缺乏成就动机，而是避免失败的动机过于强烈，对于“逃避躺平”尤其如此。“觉醒躺平”和“逃避躺平”与追求成功和避免失败的动机都显著正相关。然而，从总体成就动机的角度来看，“逃避躺平”与成就动机之间呈显著负相关，即成就动机越低的人可能更容易逃避式地选择一躺了之。“逃避躺平”者也向往成功，但是由于社会压力、同辈竞争等因素，其避免失败的动机更为强烈，在经历失败后，选择“躺下”来避免失败所带来的一系列负面影响(相雅芳, 2021)。而“觉醒躺平”与成就动机相关程度低且不显著，“觉醒躺平”者既追求成功也避免失败，或许他们真正找到了内心追求而选择暂时妥协，为了更好地出发，他们选择休息片刻。

两种“躺平”与幸福感呈现出相反的相关趋势，在控制人口学变量的影响后，“觉醒躺平”与总体幸福感呈显著正相关，“逃避躺平”与总体幸福感呈负相关。过往研究表明，生活满意度及生活质量等因素能够影响人们的幸福感水平(Hughes, 2006)。那些表面看似不努力，选择“躺平”的人，实则在内心中找到了自己的方向，这一类人在审视现实情况后，不再逼迫自己改变，达成了现实和理想间的和解。“觉醒躺平”者正是如此，因此，他们对自身的生活满意度更高，生活态度也更加积极，总体的幸福感也更高。相反，一味选择逃避而“躺平”的人不断妥协于当下的情境，到最后只能被迫降低生活质量。因此，“逃避躺平”者往往是不幸福的。此外，回归分析结果显示，每月生活费也会对总体幸福感产生显著影响。毫无疑问，在一定程度上，金钱能够极大程度地影响幸福感水平(Dunn et al., 2008; Kahneman & Deaton, 2010)。然而，幸福感还受到时间、社会关系和人格特质等其他因素的影响(Mogilner, 2010; Costa & McCrae, 1980)。因此，今后“躺平”与幸福感之间复杂的关系仍需进一步探讨。

尽管数据结果表明，该问卷是一个较为理想的测量“躺平”的量表，但在编制过程中仍存在一些不足。一是被试来源于线上平台，可能缺乏一定的代表性，后续研究可拓展到线下和其他平台以扩大样本量，进一步验证并推广本问卷。二是虽然问卷编制过程从文献综述到访谈再到因素分析严格遵守心理测量学要求，但由于其是一种自下而上的建构，且“躺平”一词本身缺少权威的心理学定义以及理论，因此该问卷虽然更加贴近现实生活，但是其理论结构的稳定性仍需要今后研究的验证。三是虽尝试从心理学角度界定“躺平”概念，通过相关性和回归分析将自尊和成就动机作为“躺平”的预测变量，而把总体幸福感作为“躺平”的结果变量，探究其与“躺平”之间的关系，具有一定应用价值，但是这些变量本身与“躺平”的因果联系有待考证。今后仍需寻找其他相关变量，明晰“躺平”的心理学意义，同时进一步区分觉醒和逃避两类“躺平”。四是没有深入分析“躺平”背后的心理学机制和对中国社会现实的影响，这值得今后进一步研究。综上，此量表仅为初步编制，后续仍需在研究中不断修订和完善。

5 结论

“躺平”问卷包括12道题目，“逃避躺平”和“觉醒躺平”两个因子，具有良好的信效度指标，是适用于作为研究青年人“躺平”的测量工具。“躺平”问卷初步研究表明，低自尊水平者更容易“躺平”，且为了保护自身价值，更多地选择“逃避躺平”而非觉醒式的“躺平”。低成就动机者更容易“躺平”，尤其会选择“逃避躺平”，“觉醒躺平”者虽总体成就动机不高，但是他们和“逃避躺平”者一样，既追求成功，又想避免失败。“躺平”虽不能显著提升幸福感，但相对于“逃避躺平”者，觉醒后选择“躺平”的人会感到更加幸福。